中國(guó)居民貧困代際傳遞：空間分布、動(dòng)態(tài)趨勢(shì)與經(jīng)驗(yàn)測(cè)度*

盧盛峰 潘星宇

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中國(guó)居民貧困代際傳遞：空間分布、動(dòng)態(tài)趨勢(shì)與經(jīng)驗(yàn)測(cè)度*

盧盛峰 潘星宇

（武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 湖北武漢 430072）

本文采用1989—2011年“中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）”九次微觀入戶調(diào)查數(shù)據(jù)，利用ArcGIS地圖和收入流動(dòng)矩陣等技術(shù)分析了中國(guó)貧困代際傳遞在時(shí)間上的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)和地理上的空間分布，并實(shí)證測(cè)度了貧困的代際傳遞的程度。研究發(fā)現(xiàn)：（1）中國(guó)貧困在代際間傳承嚴(yán)重，但是傳遞概率在時(shí)間上有減弱趨勢(shì)；（2）空間分布上貧困代際傳遞分布相對(duì)集中，并突出表現(xiàn)在中西部經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)；（3）區(qū)分父親、母親效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，父母對(duì)子女的貧困代際傳遞性狀況基本一致；（4）進(jìn)一步定量測(cè)度發(fā)現(xiàn)，中國(guó)代際收入彈性系數(shù)大致位于0.38～0.42之間，相對(duì)而言位于收入流動(dòng)性較低的國(guó)家行列。如何通過政策干預(yù)，切斷這種不平等的代際傳承，需要引起社會(huì)關(guān)注。

貧困代際傳遞 空間分布 時(shí)期分布 代際收入彈性

一、引言與文獻(xiàn)綜述

近些年來，屢見不鮮的“貧二代”、“富二代”以及“二代民工”等現(xiàn)象折射出中國(guó)貧困代際傳遞問題已經(jīng)日趨嚴(yán)重。這些現(xiàn)象表明中國(guó)貧困人群已具有一定的穩(wěn)定性，并形成了階層和代際轉(zhuǎn)移，一些貧困群體正從暫時(shí)貧困走向長(zhǎng)期貧困和跨代貧窮。聯(lián)合國(guó)兒童基金會(huì)（UNICEF，2001）指出：“出生于貧困家庭的兒童比出生于非貧困家庭的兒童在長(zhǎng)大成人后陷入貧困的比率要高得多”。不改變這一狀況，貧困將趨向穩(wěn)定化和制度化，成為一種很難改變的社會(huì)結(jié)構(gòu)，貧困群體向上流動(dòng)通道也將被嚴(yán)重堵塞；而這對(duì)社會(huì)和諧發(fā)展以及社會(huì)公平將產(chǎn)生不利影響，并成為集結(jié)多種社會(huì)矛盾的重要根源。本文將從空間分布、時(shí)間趨勢(shì)等角度定量評(píng)估和測(cè)度中國(guó)貧困代際傳遞性狀況，這將是設(shè)計(jì)政策干預(yù)的前提，同時(shí)這一研究將對(duì)打破階層固化和增進(jìn)社會(huì)公平具有重要的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

自20世紀(jì)70年代經(jīng)濟(jì)學(xué)者開始直接研究貧困代際傳遞依賴，收入流動(dòng)矩陣、代際收入彈性分析是兩種較為傳統(tǒng)和常用的技術(shù)手段，并被廣泛地運(yùn)用于各國(guó)社會(huì)流動(dòng)的經(jīng)驗(yàn)研究中。Black和Devereux（2011）、Solon（1999）均對(duì)代際流動(dòng)的幾個(gè)主要研究方向——代際收入彈性的估計(jì)、人力資本對(duì)代際流動(dòng)的傳導(dǎo)機(jī)制、“先天—后天”因素何者對(duì)收入流動(dòng)性更為重要等——進(jìn)行了比較系統(tǒng)和詳盡的梳理。但關(guān)于代際收入彈性動(dòng)態(tài)趨勢(shì)的研究以上三者提及較少。跨期代際收入彈性的變動(dòng)在不同地區(qū)有著不同的結(jié)果：Bratberg等（2005）、Pekkala和Lucas（2007）分別發(fā)現(xiàn)挪威和芬蘭的IGE呈現(xiàn)出降低的趨勢(shì)，而Blanden等（2004）、Lee和Solon（2009）、Ermisch（2007）發(fā)現(xiàn)了美國(guó)和英國(guó)IGE升高的證據(jù)。有學(xué)者據(jù)此推測(cè)流動(dòng)性在北歐國(guó)家的增長(zhǎng)與其作為強(qiáng)福利國(guó)家的特征有關(guān)。

國(guó)內(nèi)研究關(guān)于收入流動(dòng)性和貧困代際傳遞的研究也較為豐富。王海港（2005）是較早關(guān)注我國(guó)代際收入流動(dòng)性的學(xué)者，他采用單年收入估計(jì)出我國(guó)1988與1995年的代際收入彈性，分別為0.384和0.424。尹恒等（2006）發(fā)現(xiàn)1991～1995和1998～2002兩個(gè)時(shí)期內(nèi)，我國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入流動(dòng)性有了顯著下降。韓軍輝（2010）、王美今和李仲達(dá)（2010）都采用CNHS數(shù)據(jù)分別估計(jì)了我國(guó)的代際彈性和代際流動(dòng)系數(shù)。學(xué)者們對(duì)代際收入彈性的估計(jì)較多，但由于采用的數(shù)據(jù)和回歸估計(jì)方法不同導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果不盡相同。孫文凱等（2007）發(fā)現(xiàn)教育依然是低收入農(nóng)戶貧困代際傳遞的主要因素。張立冬（2013）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)農(nóng)村貧困的代際傳遞現(xiàn)象還很普遍，在相對(duì)貧困上，農(nóng)村子女依然受到父母收入的決定性影響，教育對(duì)改善農(nóng)村貧困的代際傳遞具有相當(dāng)重大的意義。鄒薇和鄭浩（2014）通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)，在低收入家庭進(jìn)行人力資本投資的意愿更低，而中等收入的家庭進(jìn)行人力資本投資的意愿相對(duì)較高。Chen等（2015）通過研究出生于1930年至1985年的城鎮(zhèn)居民發(fā)現(xiàn)，社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的固定性表現(xiàn)出非常顯著“U”型模式，即在新中國(guó)成立后受教育群體代際固化是下降的，而到了改革開放之后開始上升。

本文余下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分分析中國(guó)個(gè)體貧困代際傳遞在空間和時(shí)間上的分布狀況；第三部分介紹本文新的代際彈性測(cè)度方法；第四部分對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行分析；最后是本文的結(jié)論與政策建議。

二、中國(guó)個(gè)體貧困代際傳遞的空間分布和動(dòng)態(tài)趨勢(shì)

（一）數(shù)據(jù)來源和數(shù)據(jù)處理

本文所采用的數(shù)據(jù)來源于美國(guó)北卡大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心與中國(guó)疾病預(yù)防控制中心聯(lián)合進(jìn)行的中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查（簡(jiǎn)稱為CHNS）數(shù)據(jù)。CHNS數(shù)據(jù)依據(jù)地理區(qū)位和經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度等因素的差異性，遵從多水平、隨機(jī)的抽樣方法，收集了中國(guó)東、中、西部九個(gè)省份，及1989、1991、1993、1997、2000、2004、2006、2009和2011年九次調(diào)查有關(guān)家庭人口特征、經(jīng)濟(jì)狀況和健康營(yíng)養(yǎng)方面的信息數(shù)據(jù)。同時(shí)，為了實(shí)現(xiàn)父輩與子輩信息的精準(zhǔn)匹配并以此來分析父輩經(jīng)濟(jì)特征對(duì)其子女的影響，本文選取同時(shí)存在父親（母親）和子女收入及人口特征信息的樣本。

（二）中國(guó)個(gè)體貧困代際傳遞：流動(dòng)特征與變動(dòng)趨勢(shì)

本文先根據(jù)中國(guó)營(yíng)養(yǎng)與健康調(diào)查（CHNS）中調(diào)查對(duì)象之間的親緣關(guān)系進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配，具體關(guān)注三類關(guān)系：父親與子女、母親與子女以及爺爺與孫輩。本文與其他研究不同，本文不單單采用國(guó)家公布的貧困線作為定義貧困的標(biāo)準(zhǔn)，而且根據(jù)不同的貧困定義分別識(shí)別貧困，具體標(biāo)準(zhǔn)分為七類：第一，個(gè)人總收入是否超過當(dāng)年物價(jià)調(diào)整后的國(guó)家貧困線水平，未超過則為貧困，超過則為非貧困；第二，根據(jù)樣本個(gè)人工資收入（穩(wěn)定收入）是否超過當(dāng)年全居民樣本中平均工資收入水平，未超過則識(shí)別為“貧困”，超過則識(shí)別為非“貧困”；第三，根據(jù)個(gè)人工資收入（穩(wěn)定收入）是否超過當(dāng)年該省份全居民樣本中平均工資收入水平，未超過則為“貧困”，超過則為非“貧困”；第四，根據(jù)個(gè)人總收入是否超過當(dāng)年全居民樣本中平均總收入水平，未超過則為“貧困”，超過則為非“貧困”；第五，根據(jù)個(gè)人總收入是否超過當(dāng)年該省份全居民樣本中平均總收入水平，未超過則為“貧困”，超過則為非“貧困”；第六，根據(jù)個(gè)人職業(yè)特征來識(shí)別是否屬于“貧困”，將調(diào)查問卷中的：05農(nóng)民、漁民、獵人、13其它職業(yè)類型、-9不知道以及“沒有工作”視為“貧困”，反之則視為非貧困；第七，根據(jù)工作單位類型來識(shí)別是否屬于“貧困”，04小集體（如鄉(xiāng)鎮(zhèn)所屬）、06 家庭聯(lián)產(chǎn)承包農(nóng)業(yè)、09其他職業(yè)類型、-9不知道以及“沒有工作”視為“貧困”。

在分別識(shí)別了兩代人的貧困狀況之后，每種識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)下將形成四個(gè)組合，分別為：父輩與子輩同樣為貧困，則視為貧困代際傳遞；父輩貧困而子輩非貧困，則為逃離貧困；父輩非貧困而子輩貧困，則為落入貧困?；诖?，我們計(jì)算了各種情況狀態(tài)的概率，這一概率可以較為準(zhǔn)確地反映一個(gè)地區(qū)代際流動(dòng)的情況。需要特別指出的是，由于我們均采用當(dāng)年父輩與子女的信息進(jìn)行匹配，因此實(shí)際上我們是將歷年匹配樣本組拉到一個(gè)平面進(jìn)行分析。但是我們?cè)跀?shù)據(jù)匹配之前已經(jīng)進(jìn)行了物價(jià)消賬處理確保年份間的可比性，此外我們還分時(shí)段、分年度對(duì)貧困的代際流動(dòng)特征的動(dòng)態(tài)趨勢(shì)進(jìn)行分析。

表1　父親和子女匹配的代際流動(dòng)性表（%）

續(xù)表1

B：貧困代際傳遞的時(shí)期特征 第三階段（2006～2011）44.4814.6226.68 （4）總收入：當(dāng)年收入均值為貧困線貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）41.2013.8115.72 第二階段（1997～2004）45.3314.8221.52 第三階段（2006～2011）45.8314.3624.88 （5）總收入：當(dāng)年該省份收入均值為貧困貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）40.1714.1416.67 第二階段（1997～2004）45.3115.6121.46 第三階段（2006～2011）46.1615.0224.69 （6）個(gè)人職業(yè)種類：非穩(wěn)定收入職業(yè)貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）45.7318.4410.87 第二階段（1997～2004）43.4717.3222.08 第三階段（2006～2011）31.7415.3827.65 （7）個(gè)人工作單位類型：非穩(wěn)定收入單位貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）15.760.005.44 第二階段（1997～2004）42.190.0020.08 第三階段（2006～2011）31.380.0027.80 C：貧困代際傳遞的城鄉(xiāng)特征 （1）總收入I（2）工資收入I（3）總收入II（4）總收入III 傳遞落入逃離傳遞落入逃離傳遞落入逃離傳遞落入逃離 城市7.6216.113.031.8214.228.635.716.623.036.016.723.4 農(nóng)村7.3620.210.058.0411.518.851.414.620.450.715.420.7 （5）工資收入II（6）職業(yè)種類（7）工作單位類型 傳遞落入逃離傳遞落入逃離傳遞落入逃離 城市31.3312.7728.8326.5121.8721.3752.700.0047.30 農(nóng)村56.591.1219.4848.6715.1718.5169.190.0030.81

表1中，A部分描述了識(shí)別代際流動(dòng)的總體情況。貧困識(shí)別指標(biāo)（1）呈現(xiàn)了國(guó)家貧困線標(biāo)準(zhǔn)下的貧困流動(dòng)的概率，其中，貧困代際傳遞的概率為7.44%，落入貧困的概率為18.90%是幾種度量指標(biāo)中唯一高于逃離貧困概率的組別。直觀地說明了我國(guó)貧困代際傳遞總體情況較為嚴(yán)重。對(duì)于通過個(gè)人收入標(biāo)準(zhǔn)識(shí)別“貧困”的（2）～（5）而言，收入低于全居民樣本工資均值“貧困”代際傳遞概率均低于該省份工資均值下的“貧困”代際傳遞概率，這說明“貧困”在省內(nèi)的傳遞性高于其在全國(guó)的傳遞性。而對(duì)比（2）、（3）和（4）、（5）可以發(fā)現(xiàn)，個(gè)人穩(wěn)定收入的代際傳遞性實(shí)際上是要高于個(gè)人總收入的代際傳遞性，這也從側(cè)面說明改革開放后，我國(guó)居民收入結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出多樣性。值得注意的是，子代逃離貧困的概率均高于落入貧困的概率。（6）、（7）為職業(yè)和單位的代際流動(dòng)性，非穩(wěn)定職業(yè)的代際傳遞性較低，而穩(wěn)定收入單位的代際傳遞性較高。這表示父親若處于諸如鄉(xiāng)鎮(zhèn)、家庭聯(lián)產(chǎn)承包等“貧困”職業(yè)，那么其子女有著較高概率仍然處于這些單位之中。

B 部分是對(duì)代際流動(dòng)性動(dòng)態(tài)趨勢(shì)的分析。我們把樣本區(qū)間分為1989～1993，1997～2004，2006～2011三個(gè)階段。就個(gè)人收入而言，工資收入（穩(wěn)定收入）的“貧困”代際傳遞性不論在省內(nèi)居民樣本中還是在全居民樣本中都存在著近10%幅度的下滑，而落入貧困和逃離貧困的概率均有上升趨勢(shì)；總收入的代際傳遞性有所下降，落入貧困概率略有上升，逃離貧困的概率呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。而在國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)下，貧困的代際傳遞概率在三個(gè)階段中均上升，且上升幅度在變大：由1989～1993年的6.27%上升到2006～2011年的8.63%。同時(shí)落入貧困的概率整體也呈上升趨勢(shì)，而在2006 ～2011年略微下降；此外逃離貧困的概率上升了6.15個(gè)百分點(diǎn)?！柏毨А甭殬I(yè)的代際流動(dòng)性方面，非穩(wěn)定收入職業(yè)的代際流動(dòng)性呈下降趨勢(shì)，而在2006～2011年間有較大降幅。而非穩(wěn)定收入工作單位的代際傳遞性先增后減但總體上升。非穩(wěn)定收入職業(yè)的落入貧困概率逐漸下降，同時(shí)走出貧困的概率上升。

C部分代表了代際流動(dòng)性的城鄉(xiāng)差異。從收入方面來說，總收入和穩(wěn)定收入的識(shí)別條件下，農(nóng)村地區(qū)的貧困代際傳遞性均大幅高于城市地區(qū)。從流動(dòng)性上來說，城市地區(qū)個(gè)體落入貧困概率高于農(nóng)村地區(qū)，而脫離貧困概率同樣大幅高于農(nóng)村地區(qū)。在國(guó)家標(biāo)準(zhǔn)下，農(nóng)村和城市的貧困代際傳遞概率基本相同，不同的是，城市地區(qū)居民落入貧困概率更大而逃離貧困的概率更小。職業(yè)流動(dòng)性方面，農(nóng)村地區(qū)的非穩(wěn)定收入職業(yè)和非穩(wěn)定單位的代際傳遞性也明顯高于城市地區(qū)。而城市地區(qū)的非穩(wěn)定收入職業(yè)落入貧困、逃離貧困的概率均大于農(nóng)村地區(qū)，同時(shí)非穩(wěn)定收入單位的正向流動(dòng)性也大于農(nóng)村的流動(dòng)性。

表2　母親和子女匹配的代際流動(dòng)性表（%）

續(xù)表2

B：貧困代際傳遞的時(shí)期特征 第二階段（1997～2004）55.964.6632.59 第三階段（2006～2009）48.178.3036.77 （3）工資收入：當(dāng)年省工資均值貧困線貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）59.495.0027.07 第二階段（1997～2004）57.394.8531.37 第三階段（2006～2009）50.268.9534.85 （4）總收入：當(dāng)年收入均值貧困線貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）47.8816.9219.35 第二階段（1997～2004）45.6315.0023.07 第三階段（2006～2009）42.9716.6724.22 （5）總收入：當(dāng)年省收入均值貧困線貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）47.2317.4920.12 第二階段（1997～2004）45.9615.6423.84 第三階段（2006～2009）45.0516.2325.28 （6）個(gè)人職業(yè)種類：非穩(wěn)定收入職業(yè)貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）59.057.2921.84 第二階段（1997～2004）50.668.5933.44 第三階段（2006～2009）38.608.3842.61 （7）個(gè)人工作單位類型：非穩(wěn)定收入單位貧困代際傳遞落入貧困逃離貧困 第一階段（1989～1993）57.150.0042.85 第二階段（1997～2004）62.030.0037.97 第三階段（2006～2009）47.570.0052.43 C：貧困代際傳遞的城鄉(xiāng)特征 城鄉(xiāng)（1）總收入I（2）工資收入I（3）總收入II（4）總收入III 傳遞落入逃離傳遞落入逃離傳遞落入逃離傳遞落入逃離 城市8.1414.618.9436.488.6541.5733.9917.9922.8435.5717.8724.30 農(nóng)村9.2317.919.1565.614.6225.6121.6515.2151.3051.1715.7822.20 （5）工資收入II（6）職業(yè)種類（7）工作單位類型 傳遞落入逃離傳遞落入逃離傳遞落入逃離 城市35.47.4242.6033.2212.8336.4745.460.0054.54 農(nóng)村63.74.2726.0757.205.8429.3262.040.0037.96

表2為母親與子女匹配下的代際流動(dòng)性表。其結(jié)構(gòu)與表1相同。從表2中我們可以看出，母親與子女匹配的貧困代際流動(dòng)性在趨勢(shì)和分布上同父親與子女匹配分析結(jié)果基本一致。但僅從數(shù)值上看，在相同的貧困識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)下，母親與子女的貧困代際傳遞性概率略高于父親與子女匹配的代際流傳遞概率，而落入貧困概率低于父親與子女匹配的流動(dòng)概率，逃離貧困概率高于父親與子女匹配的流動(dòng)概率。

需要特別指出的是，在國(guó)家貧困線標(biāo)準(zhǔn)下，母親與其子女貧困的代際傳遞概率為8.88%，高于父親貧困的代際傳遞概率；而非貧困母親的下一代落入貧困的概率為16.87%，低于非貧困父親子女的概率；貧困母親的子女逃離貧困的概率為19.08%，這要高于貧困父親的下一代的概率。在動(dòng)態(tài)趨勢(shì)上，母親貧困代際傳遞的趨勢(shì)較為穩(wěn)定，均高于同時(shí)期父親貧困的代際傳遞概率。城鄉(xiāng)分布上，不論是在農(nóng)村地區(qū)還是城市地區(qū)，母親貧困的代際傳遞概率均高于父親。

總體而言，父母貧困傳遞給子女的概率雖然數(shù)值較低，但是相對(duì)于2014年8.5%的總體貧困率而言，我國(guó)的貧困代際傳遞問題仍然較為嚴(yán)重。

（三）中國(guó)個(gè)體貧困代際傳遞：空間分布

關(guān)于貧困代際傳遞的空間分布，本文采用ArcGIS10.2繪制專題地圖以呈現(xiàn)其特征。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)調(diào)查情況，本文在地圖中呈現(xiàn)北京、上海、重慶3個(gè)直轄市，及黑龍江、遼寧、江蘇、山東、河南、湖南、湖北、廣西、貴州8個(gè)省份的共51個(gè)縣（市）的貧困代際傳遞概率結(jié)果及地理分布。

圖1顯示，在國(guó)家貧困縣標(biāo)準(zhǔn)下，湖北、湖南、貴州、廣西以及重慶的貧困代際傳遞概率較高，其中湖北黃岡市、湖南益陽市、廣西玉林市最高。而東北地區(qū)除黑龍江哈爾濱市和綏化市較高外，其他市貧困的代際傳遞概率均較低。同時(shí)結(jié)果顯示，貧困代際傳遞概率較高地區(qū)也伴隨著較低的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，如調(diào)查中的國(guó)家級(jí)貧困縣紅安縣和印江縣，其所在的黃岡市、銅仁地區(qū)的貧困代際傳遞的概率均較高。而經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的江蘇、山東、遼寧，以及直轄市中的北京、上海的貧困代際傳遞的概率則較低。

圖1按總收入識(shí)別貧困：低于當(dāng)年國(guó)家劃定的貧困線（父親/子女匹配）

而圖2則呈現(xiàn)了母親與子女匹配下貧困代際傳遞的空間分布狀況。母親與子女匹配的代際傳遞的空間分布與父親分析結(jié)果的空間分布狀況基本吻合。從圖上可以看出，從全國(guó)調(diào)查地區(qū)的視角來看，貧困代際傳遞嚴(yán)重地區(qū)主要集中在中西部地區(qū)，省內(nèi)來看貧困代際傳遞主要集中在省內(nèi)經(jīng)濟(jì)較為落后的地區(qū)。同時(shí)與父親與子女匹配的代際傳遞的空間分布狀況基本吻合也說明了貧困代際傳遞不是一個(gè)父親和母親誰對(duì)于子女影響大誰影響小的問題，而是一個(gè)地區(qū)性的、家庭性的問題。

此外，我們還分別按照總收入和工資收入是否高于全樣本居民均值、是否高于該省居民均值，以及是否處于非穩(wěn)定收入職業(yè)、非穩(wěn)定收入單位等貧困識(shí)別思路，區(qū)分父親/子女匹配、母親/子女匹配樣本，分析了中國(guó)居民貧困的代際傳遞情況。從各圖形呈現(xiàn)的結(jié)果來看，各種貧困識(shí)別思路下，無論是放在省內(nèi)還是放在全居民樣本中，貧困代際傳遞其空間分布與前文分析結(jié)論基本一致。限于篇幅，這里未予詳細(xì)匯報(bào)。

三、代際流動(dòng)分析技術(shù)

（一）既有代際流動(dòng)分析技術(shù)

代際收入彈性分析是最常見的一種技術(shù)手段。Becker和Tomes（1979）構(gòu)建了代際收入彈性估計(jì)的經(jīng)典模型，如公式（1）所示。其中y代表子代的永久收入取自然對(duì)數(shù)，y代表父代的永久收入取自然對(duì)數(shù)。

但是在早期的實(shí)證研究中，無法完全滿足模型（1）的預(yù)設(shè)條件，主要出現(xiàn)了以下三個(gè)方面的問題，給估計(jì)帶來了困難：

第一個(gè)問題是“永久收入”問題，即永久收入很難觀測(cè)，因此上世紀(jì)80年代以前的文章多采用一年收入進(jìn)行估計(jì)，但Solon（1992）和Zimmerman（1992）指出，使用一年期的收入會(huì)導(dǎo)致估計(jì)的代際收入彈性偏小或是代際流動(dòng)性偏大，故應(yīng)采用多年收入取平均值進(jìn)行改進(jìn)。Mazumder（2005）使用了1984的SIPP數(shù)據(jù)并匹配了社會(huì)保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)的總收入記錄得出，分析年份更長(zhǎng)時(shí)，對(duì)代際彈性的估計(jì)更準(zhǔn)確。

第二個(gè)問題是父子的年齡選取問題，Jenkins（1987）、Haider和Solon（2006）建立了采用父子特定年齡收入時(shí)的方程。下式（2）代表父親在年齡時(shí)的收入方程，式（3）代表兒子在年齡時(shí)的收入方程。

Baker和Solon（2003）和Mazumder（2005）指出，父親收入方程干擾項(xiàng)的方差在父親的生命周期中不斷變化，在取40歲時(shí)達(dá)到最小值。而兒子的測(cè)量偏誤則很大程度上依賴于兒子的年齡。

第三個(gè)問題是“生命周期偏誤”。數(shù)據(jù)的局限性使得可能發(fā)生父親在年齡較大而兒子的年齡較小的情況下被觀測(cè)。隨著整個(gè)職業(yè)階段的收入的信息變得完全，在每個(gè)年齡上估計(jì)和已成為可能。Haider和Solon（2006）、B?hlmark和Lindquist（2006）分別采用美國(guó)和瑞典數(shù)據(jù)進(jìn)行了估計(jì)，并發(fā)現(xiàn)當(dāng)人們?cè)诙畾q時(shí)，對(duì)的估計(jì)偏低，而如果分析中包含著對(duì)子代30歲之前的分析，那么估計(jì)偏誤將會(huì)較大。

（二）本文研究方法的改進(jìn)

利用回歸方程進(jìn)行代際收入彈性估計(jì)和流動(dòng)矩陣是測(cè)度代際傳遞最為常見的兩種方法。前者使用如下方程（4）估計(jì)代際之間收入的彈性系數(shù)。

對(duì)父母和子女收入取對(duì)數(shù)，下標(biāo)1代表子女，下標(biāo)0代表父母。Y是代表永久收入的變量。那么最基本的參數(shù)估計(jì)模型應(yīng)如下：

如果用代替永久收入的自然對(duì)數(shù)log（Y），那么模型則變成了

參數(shù)是代際收入彈性（IGE），而（1-）則代表代際流動(dòng)性。

需要特別指出的是，由于模型假設(shè)限定必須是終身收入的對(duì)數(shù)，而測(cè)度一個(gè)人的終身收入在實(shí)際操作中是非常困難的，因此我們估計(jì)出的代際彈性是有偏的。這一問題的修正方法主要有兩種：第一，引入更多年份收入均值以穩(wěn)定短暫震蕩；第二，通過父代和子代的年齡選擇來克服。我們將分別基于這兩種思路對(duì)既有研究模型和分析數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，以便得到更加準(zhǔn)確的代際彈性系數(shù)估計(jì)。

（1）以多年收入均值代替單年收入

Solon（1992）通過MA（1）和AR（1）過程論證了v最小的一階條件，Mazumder（2005）通過AR（1）過程強(qiáng)調(diào)了這種持續(xù)性的存在。如果va=dva-1+wa且wa獨(dú)立同分布，那么顯然，如果d>0，衰減偏誤就大于任何T>1時(shí)的純震蕩的情況。

（2）年齡選取來克服

Jenkins（1987）、Haider和Solon（2006）構(gòu)建了如下模型：假設(shè)父代與子代在其特定年齡的收入被觀測(cè)：

模型的參數(shù)設(shè)定可以使得某些年齡下的單期收入更好地代表終身收入。在本文的研究中，我們首先在數(shù)據(jù)處理過程中對(duì)父輩和子輩年齡選取進(jìn)行了限制。具體而言，將子女的年齡限定在30周歲以上，確保子輩在自己相對(duì)成熟的勞動(dòng)力市場(chǎng)期間；與此同時(shí)，考慮到匹配樣本中實(shí)際情況，將父輩的年齡限定在60歲以下，這一處理思路在數(shù)據(jù)處理階段中就最大程度上克服了上述問題。同時(shí)，在文章實(shí)證部分基準(zhǔn)回歸分析基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步基于全樣本期間個(gè)體的平均收入度量個(gè)體的永久收入，以便實(shí)現(xiàn)更加穩(wěn)健估計(jì)。

四、中國(guó)個(gè)體貧困的代際傳遞性的測(cè)度

代際收入彈性代表著一個(gè)人所獲取的收入在多大程度上由上一輩人的收入所決定，是測(cè)度代際收入流動(dòng)性的一個(gè)重要指標(biāo)。在本文的研究中，我們關(guān)注于貧困的代際傳遞狀況，因此主要基于每年貧困線以下的個(gè)體樣本進(jìn)行測(cè)度和分析。本部分分別測(cè)度了父親和子女的代際收入彈性和母親和子女的代際收入彈性，為了保證研究的穩(wěn)健性，我們還區(qū)分了個(gè)體的總收入和個(gè)體的工資收入進(jìn)行回歸：

（一）實(shí)證結(jié)果分析

表3　收入貧困代際彈性測(cè)度（父親/子女匹配）

續(xù)表3

變量總收入穩(wěn)定收入 模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）模型（5）模型（6） 人口密度——0.125（0.95）——0.125（0.95） 經(jīng)濟(jì)狀況——0.078（0.71）——0.078（0.71） 醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量——0.077（0.74）——0.077（0.74） 居住環(huán)境——0.190（1.59）——0.190（1.59） 市場(chǎng)繁榮度——0.152***（3.02）——0.152***（3.02） 社會(huì)服務(wù)環(huán)境——0.159***（5.89）——0.159***（5.89） 交通便捷度——0.034**（2.67）——0.034**（2.67） 受教育條件——0.111（1.31）——0.111（1.31） 生活設(shè)施狀況——0.069***（3.57）——0.069***（3.57） 省份效應(yīng)YesYesYesYesYesYes 縣市效應(yīng)YesYesYesYesYesYes 年份效應(yīng)YesYesYesYesYesYes Adj-R20.24360.26470.27040.4550.4590.525 匹配樣本對(duì)396397377396387377

注：*、**、***分別代表10%、5%以及1%的顯著性水平，括號(hào)中為穩(wěn)健t值；表格中未匯報(bào)常數(shù)項(xiàng)。

表3呈現(xiàn)了低收入樣本下，父親與子女匹配下的代際彈性的情況。我們發(fā)現(xiàn)，子女的收入和父親的收入顯著相關(guān)：總收入的代際彈性系在0.41左右。在控制變量方面，居住環(huán)境的公共服務(wù)狀況也同代際收入彈性存在一定相關(guān)性，這與盧盛峰等（2015）的研究結(jié)論較為一致。而穩(wěn)定收入（工資收入）的代際彈性系數(shù)更是高達(dá)0.818。此外，子女的年齡與其收入也顯著正相關(guān)；父親的年齡在工資收入方面影響不顯著。子女的受教育年限與收入也顯著正相關(guān)；而父親的受教育程度對(duì)子女總收入和工資上的影響均不顯著。

表4　總收入代際彈性回歸結(jié)果（母親/子女匹配）

續(xù)表4

變量總收入穩(wěn)定收入 模型（1）模型（2）模型（3）模型（4）模型（5）模型（6） 年齡0.0056（0.64）0.0061**（2.26）0.0029（0.33）-0.052（-1.56）-0.048（-1.43）-0.044（-1.27） 母親年齡0.0118（1.21）0.0091（1.13）0.0038（1.20）0.051*（1.80）0.046（0.22）0.042（1.33） 教育年限—0.0101（0.64）0.0241（0.23）—0.127**（2.09）0.170***（2.64） 母親教育年限—-0.0222（-0.12）0.0025（0.13）—-0.068（-0.94）-0.062（-0.82） 城市化率——-0.0193（0.66）——-0.086（0.66） 通訊便捷度——-0.0295（-0.18）——-0.030（-0.18） 人口密度——-0.2838*（1.80）——-0.284*（1.80） 經(jīng)濟(jì)狀況——-0.1353（0.94）——-0.135（0.94） 醫(yī)療服務(wù)質(zhì)量——-0.0341（0.24）——-0.034（0.24） 居住環(huán)境——-0.0853（0.52）——-0.085（0.52） 市場(chǎng)繁榮度——-0.0460（0.34）——-0.046（0.34） 社會(huì)服務(wù)環(huán)境——-0.3655**（-2.49）——-0.366**（-2.49） 交通便捷度——-0.0185（-0.14）——-0.019（-0.14） 受教育條件——0.0817（0.60）——0.082（0.60） 生活設(shè)施狀況——0.2821**（2.03）——0.282**（2.03） 省份效應(yīng)YesYesYesYesYesYes 城市效應(yīng)YesYesYesYesYesYes 年份效應(yīng)YesYesYesYesYesYes Adj-R20.3470.3480.2910.4240.4860.412 匹配樣本對(duì)356387377356352342

注：*、**、***分別代表10%、5%以及1%的顯著性水平，括號(hào)中為穩(wěn)健t值；表格中未匯報(bào)常數(shù)項(xiàng)。

表4呈現(xiàn)了低收入樣本下，母親與子女匹配的代際收入彈性的情況。我們發(fā)現(xiàn)，子女的收入和母親的收入顯著相關(guān)：總收入的代際彈性系數(shù)在0.36左右，而穩(wěn)定收入（工資收入）的代際彈性系數(shù)更是高達(dá)0.96左右。

（二）貧困代際彈性估計(jì)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)——收入均值回歸

目前為止，本文得到的代際彈性均是按照單年的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算得出，按前文所述實(shí)際上可能存在估計(jì)偏誤。Mazumder（2005）通過實(shí)際操作得出應(yīng)采用多年收入取平均值進(jìn)行改進(jìn)，當(dāng)年份越多時(shí)，對(duì)代際彈性的估計(jì)更準(zhǔn)確。故我們也對(duì)個(gè)人在調(diào)查的1989～2011年各個(gè)年份的取均值進(jìn)行回歸。因?yàn)樵摲€(wěn)健性檢驗(yàn)中采用的數(shù)據(jù)為多個(gè)年份的均值，故在解釋變量中我們省去年齡變量。

表5　穩(wěn)健性檢驗(yàn)——總收入均值回歸（父親/子女匹配）

注：（1）*、**、***分別代表10%、5%以及1%的顯著性水平，括號(hào)中為穩(wěn)健t值；（2）表格中未匯報(bào)常數(shù)項(xiàng)，同時(shí)限于篇幅模型5中未匯報(bào)各社區(qū)特征變量估計(jì)系數(shù)。

表5中的結(jié)果驗(yàn)證了之前的猜想。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，父親和子女的代際收入彈性由0.414增加到了0.42，說明采用多年收入均值度量永久收入，能一定程度上改善所估計(jì)出的代際收入彈性的下偏情況。

（三）結(jié)論進(jìn)一步討論

橫向比較來看，相比胡洪曙和亓壽偉（2014）得出我國(guó)父親和子女0.353～0.403以及母親和子女0.273～0.305的總體代際彈性系數(shù)來看，我國(guó)貧困者的代際收入彈性系數(shù)明顯更高。這意味著貧困居民的代際傳遞更加嚴(yán)重，同時(shí)這一狀況在貧困家庭母親和子女之間尤甚。與此同時(shí)，我們還發(fā)現(xiàn)，貧困群體在工資等穩(wěn)定收入的代際傳遞性上更是有較大幅度的提高。一個(gè)合理的推測(cè)是對(duì)于貧困家庭而言，其收入來源更加依賴于工資，而對(duì)于非貧困家庭而言，其諸如資產(chǎn)性收入等工資之外的收入則占比較高，因此一旦貧困家庭出現(xiàn)了貧困的代際傳遞現(xiàn)象，那么主要傳遞的載體就是他們的工資收入。

縱向比較國(guó)際數(shù)據(jù)來看，Dearden等（1995）研究發(fā)現(xiàn)英國(guó)父子之間總體代際收入彈性系數(shù)為0.24～0.44；日本學(xué)者發(fā)現(xiàn)日本的父子之間的總體代際收入彈性系數(shù)在0.1～0.15之間；以及Solon（1992）研究發(fā)現(xiàn)美國(guó)總體代際收入彈性系數(shù)超過了0.4。相比較而言，我國(guó)貧困父親和子女的代際收入彈性系數(shù)可達(dá)0.4左右，說明我國(guó)貧困者的代際收入彈性跟英國(guó)、美國(guó)接近，但是較日本而言較低。但需要注意的是，國(guó)際上的代際收入彈性為總體代際收入彈性，而本文得出的代際收入彈性系數(shù)只針對(duì)貧困家庭而言，因此只能近似地予以比較。

五、結(jié)論和政策性建議

近些年來，屢見不鮮的“貧二代”、“富二代”以及“二代民工”等現(xiàn)象折射出中國(guó)貧困代際傳遞問題已經(jīng)日趨嚴(yán)重。這些現(xiàn)象表明中國(guó)貧困人群已具有一定的穩(wěn)定性，并形成了階層和代際轉(zhuǎn)移，一些貧困群體正從暫時(shí)貧困走向長(zhǎng)期貧困和跨代貧窮。本文從空間分布、時(shí)間趨勢(shì)等角度定量評(píng)估和測(cè)度中國(guó)貧困代際傳遞性狀況，這一研究將對(duì)打破階層固化和增進(jìn)社會(huì)公平具有重要的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

我們的研究發(fā)現(xiàn)：首先，從時(shí)間趨勢(shì)上看，我國(guó)貧困的代際傳遞性十分嚴(yán)重，但是值得慶幸的是這種延續(xù)性在1989～2011年間存在弱化的趨勢(shì)；同時(shí)區(qū)分父親和母親效應(yīng)，兩者呈現(xiàn)的差別不大。在空間分布上，就全國(guó)而言，中部和西部地區(qū)貧困代際傳遞性較強(qiáng)；從省內(nèi)角度來說，省內(nèi)較為貧困的地區(qū)貧困代際傳遞性更高。在此基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步測(cè)度了中國(guó)居民代際收入彈性系數(shù)，我國(guó)父親和子女的貧困代際收入彈性最高可達(dá)0.4287，母親和子女的貧困代際收入彈性可達(dá)0.4199，說明我國(guó)貧困的代際傳遞性依然較強(qiáng)，縱向的公平程度仍然需要繼續(xù)提升。

中國(guó)貧困代際傳遞十分嚴(yán)重，而如何通過政策干預(yù)，切斷這種不平等的代際傳承，需要引起社會(huì)關(guān)注。在財(cái)政資金分配上，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加強(qiáng)對(duì)中部和西部地區(qū)的扶貧支持，增加中西部貧困地區(qū)的公共服務(wù)質(zhì)量；而對(duì)于地方政府而言，偏向于本省較貧困的地區(qū)政策傾斜依然是必要的；而在具體政策設(shè)計(jì)上，通過精準(zhǔn)瞄準(zhǔn)低收入和貧困群體，政府“轉(zhuǎn)移支付—公共服務(wù)”等一攬子政策的實(shí)施也十分必要。

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（H）

* 本文的研究受到了國(guó)家自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(項(xiàng)目編號(hào)：71503187、71503270)以及武漢大學(xué)人文社會(huì)科學(xué)青年學(xué)者學(xué)術(shù)發(fā)展計(jì)劃的資助。同時(shí)本文也是武漢大學(xué)自主科研項(xiàng)目（人文社會(huì)科學(xué)）研究成果，得到“中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金”的資助。